Introducción

El trastorno de ansiedad por separación en el adulto (TASA) se caracteriza por la presencia de ansiedad excesiva ante el alejamiento del hogar o de las personas a quienes el sujeto está vinculado, que resulta excesiva o inapropiada para el nivel de desarrollo del individuo que lo padece, es persistente y causa un malestar o afectación clínicamente significativa en áreas importantes de funcionamiento (DSM-5; American Psychiatric Association, 2013). En esta nueva versión del DSM se modifica la conceptualización del trastorno, al considerar que puede tener su inicio en la edad adulta y, además, una manifestación clínica de naturaleza diferente al trastorno de ansiedad por separación en la etapa infantil (TAS). En adultos, la ansiedad anticipatoria elevada ante la separación simbólica o real del hogar o figuras de apego principales propia del TASA (Deveci, 2019; Manicavasagar & Silove, 2020a), puede manifestarse, entre otras posibles causas, a partir de una mudanza del domicilio familiar o la finalización de una relación (Mabilia, Di Riso, Liso, & Bobbio, 2019). La persona sufre una ansiedad elevada, expresada también como preocupación intensa, por la integridad física o seguridad de las figuras de apego, motivando conductas de seguridad y conductas orientadas a permanecer en contacto continuo con ellas (Dowsett et al., 2020; Gesi et al., 2015; Manicavasagar & Silove, 2020a; Posavac & Posavac, 2017; Pozzi et al., 2014). Lo que genera un desajuste psicológico general (Román, Hodges, Palacios, Moreno, & Hillman, 2015). Por ejemplo, padecer sintomatología como dolor de estómago ante la idea de separarse de la figura de apego y sentir temor a que algo pueda ocurrirle a esta si se separa de ella (Fernández-Marcos, 2014) o tener problemas para cambiar de ciudad por trabajo, hacer viajes fuera de la provincia por ocio (sola o acompañada) por la separación de las figuras de apego o contexto cercano, emanciparse del hogar familiar, entre otros (Ruiz & Rando, 2015).

Siguiendo a Pini, Abelli y Bruschi (2014), el TASA ha mostrado una modesta asociación con apego ansioso y se ha relacionado con el trastorno dependiente de personalidad. Además, se ha encontrado relación entre dependencia emocional y ansiedad por separación en adultos en población española (Ruiz-García et al., 2019). Por otro lado, en población portuguesa (Ruiz-García et al., 2021) esta asociación se encontró solo en mujeres. Asimismo, en ambos estudios se ha observado que existía relación entre ansiedad por separación en adultos y ansiedad rasgo (predisposición a la ansiedad).

Además, el TASA presenta una elevada comorbilidad con otros cuadros clínicos tales como el trastorno depresivo mayor, trastorno por estrés postraumático, trastornos de la personalidad, trastorno de pánico, trastorno de ansiedad generalizada, trastorno bipolar I y II, o el trastorno ciclotímico (Gesi et al., 2015; Hale, Berg, & Malhotra, 2018; Manicavasagar & Silove, 2020b; Pozzi et al., 2014).

Dado el impacto en el funcionamiento general que se asocia con el trastorno de ansiedad por separación en edad adulta, y la elevada comorbilidad que presenta con otros cuadros clínicos, resulta muy conveniente el diseño y desarrollo de medidas específicas que permitan detectar y evaluar el trastorno en edad adulta. La primera entrevista clínica desarrollada para evaluar el TASA fue la Adult Separation Anxiety Semistructured Interview (ASA-SI; Manicavasagar, Silove y Curtis, 1997). Esta entrevista se elaboró a partir de los criterios diagnósticos que se recogían en el DSM-IV del TAS en la infancia y adolescencia. La ASA-SI contiene 27 ítems que deben ser respondidos teniendo como referencia los últimos tres meses a partir del momento de la evaluación. Basada en esta entrevista, posteriormente se publicó la escala Adult Separation Anxiety Questionnaire (ASA-27; Manicavasagar, Silove, Wagner y Drobny, 2003), la cual contiene los mismos 27 ítems con cuatro opciones de respuesta tipo Likert. Esta escala ha sido adaptada a población turca (Dirioz, Alkin, Yemez, Onur, & Eminagaoglu, 2011), en población española (Ruiz-García et al., 2019) y, recientemente adaptada y validada en población portuguesa (Ruiz-García et al., 2021), mostrando unas propiedades psicométricas adecuadas, similares a las de la escala original.

A pesar de que la escala ASA-27 no es particularmente extensa, una corriente amplia de la psicometría y la psicología clínica propone el desarrollo de escalas cada vez más breves, sin que ello suponga una merma de sus cualidades psicométricas (Schweizer & DiStefano, 2016). En este sentido, la dificultad de aplicar un rango amplio de escalas debido al tiempo que requieren los instrumentos extensos disminuye la posibilidad de actuar de manera temprana para disminuir el riesgo, evitar la aparición o reducir el efecto de un trastorno del comportamiento (Greer & Liu, 2016). No obstante, a pesar de que el desarrollo de versiones abreviadas de los instrumentos existentes puede optimizar el tiempo, coste, esfuerzo, así como facilitar una primera aproximación a un determinado objetivo clínico, el proceso de reducción de escalas no está exento de riesgos, por lo que debe realizarse de manera rigurosa a nivel metodológico (para una revisión, Kruyen, Emons, & Sijtsma, 2013).

La escala ASA-27 tanto en su versión original como en la adaptación a población española superan la consistencia interna de .90, apareciendo la posibilidad de redundancia y de poder llevar a cabo una reducción de la escala (Streiner, 2003; Tavakol & Dennick, 2011). Por todo ello, el objetivo del presente estudio fue desarrollar una versión abreviada del ASA-27 que pudiera ser empleada en entornos clínicos o con fines de investigación, conservando las propiedades psicométricas adecuadas. Así como, obtener la validez concurrente del cuestionario, utilizando distintos instrumentos que evalúen constructos similares como la ansiedad estado-rasgo o el apego (Ruiz-García et al., 2019), y que sea potencialmente útil para la detección de perfiles con riesgo de presentar sintomatología compatible con un TASA.

Método

Participantes

Para este estudio de diseño y análisis psicométrico se obtuvo una muestra que estuvo formada por 403 personas de ambos sexos (55.8% mujeres y 44.2% hombres) de entre 18 y 86 años (.=37.1, DT=13.9). Respecto al estado civil, el 57.8% era soltero/a, el 32.0% casado/a, el 6% separado/a, el 1.2% viudo/a, y el resto (2.7%) no indicó estado civil. De la muestra, el 53.8% estaba activo laboralmente, el 28.8% estaba en periodo de formación, y el 11.7% estaba desempleado en el momento del estudio. En cuanto al nivel de formación, el 61.8% tenía un título universitario de grado o posgrado, el 28.5% había cursado bachillerato o formación profesional, y el resto no había alcanzado el nivel de estudios anterior (9.6% de la muestra).

Instrumentos

Inventario de ansiedad estado rasgo (STAI; Spielberg, Gorsuch, & Lushene, 1970; adaptación española de Buela-Casal, Guillén-Riquelme, & Seisdedos-Cubero, 2015). Escala de 20 ítems con cuatro opciones de respuesta tipo Likert (0=nada, 1=algo, 2=bastante, 3=mucho), que mide la ansiedad como estado (estado emocional transitorio, de naturaleza subjetiva, caracterizado por una hiperactividad del sistema nervioso autónomo) y como rasgo (propensión ansiosa a percibir las situaciones como amenazadoras). La escala ha mostrado en esta muestra una buena fiabilidad tanto en la escala «ansiedad estado» (.=.93) como en la escala «ansiedad rasgo» (.=.87).

Cuestionario de apego adulto (CAA; Melero & Cantero, 2008). Escala de 40 ítems con seis opciones de respuesta tipo Likert respecto al grado de desacuerdo (1=completamente en desacuerdo, 2=bastante en desacuerdo, 3=algo en desacuerdo, 4=algo de acuerdo, 5=bastante de acuerdo, 6=completamente de acuerdo), con cuatro subescalas —cuya confiabilidad en la muestra del presente estudio se indica entre paréntesis—: (i) escala 1, baja autoestima, necesidad de aprobación y miedo al rechazo (.=.77); (ii) escala 2, resolución hostil de conflictos, rencor y posesividad (.=.79); (iii) escala 3, expresión de sentimientos y comodidad con las relaciones (.=.70); y (iv) escala 4, autosuficiencia emocional e incomodidad con la intimidad (.=.71).

Cuestionario de dependencia emocional (CDE; Lemos-Hoyos & Londoño-Arrendondo, 2006). Escala de 23 ítems tipo Likert con 6 opciones de respuesta (1=completamente falso en mí, 2=la mayor parte falso en mí, 3=ligeramente más verdadero que falso, 4=moderadamente verdadero en mí, 5=la mayor parte verdadero en mí, 6=me describe perfectamente), en seis factores: (i) ansiedad por separación (.=.87), (ii) expresión afectiva de la pareja (.=.86), (iii) modificación de planes (.=.79), (iv) miedo a la soledad (.=.85), (v) expresión límite (.=.62), y (vi) búsqueda de atención (.=.71).

Cuestionario de ansiedad por separación en el adulto (ASA-27; validación española de Ruiz-García et al., 2019). Escala de 27 ítems tipo Likert con cuatro opciones de respuesta relativas con el grado de ocurrencia (0=ocurre con mucha frecuencia, 1=ocurre con bastante frecuencia, 2=ocurre ocasionalmente, 3=no ocurre nunca). Evalúa ansiedad relacionada con la separación del objeto de vinculación o de los iguales. La escala genera una única puntuación total, y la consistencia interna es elevada en esta muestra (.=.91).

Procedimiento

La batería de cuestionarios se aplicó mediante muestreo de bola de nieve en población general española, administrándose secuencialmente en el mismo orden para todos los sujetos por dos profesionales formados específicamente en la administración de las pruebas. Para el muestreo se identificaron sujetos potenciales en la población mediante muestreo por conveniencia contactando con diversos centros de tratamiento psicológico privados y educativos de adultos, pidiendo a esos sujetos que reclutaran a otros participantes, produciéndose un reclutamiento de remisión en cadena. El procedimiento seguido para la adaptación de la escala original queda recogido de manera detallada en Ruiz-García et al. (2019). Concretamente, se realizó un proceso de traducción-retrotraducción del inglés al castellano llevado a cabo por tres investigadores bilingües. Todos los procedimientos se ajustaron a las normas éticas del comité de investigación institucional y a la Declaración de Helsinki de 1964 y sus enmiendas posteriores o normas éticas comparables. Se obtuvo el consentimiento informado de todos los participantes adultos incluidos en el estudio. El protocolo del estudio fue aprobado por el Comité de Ética de Málaga (España), código interno: 1360-N-20.

Estrategia de análisis

La estrategia de análisis siguió tres fases consecutivas. En la primera fase, y de acuerdo con el procedimiento desarrollado en el artículo original de la escala en inglés (Manicavasagar et al., 2003), se replicaron los análisis estructurales y de consistencia interna, respetando los criterios de inclusión establecidos por los autores. En una segunda fase, se llevaron a cabo los análisis orientados al proceso de pulido de ítems para una versión reducida de la escala original (Kemper, Trapp, Kathmann Samuel, & Ziegler, 2019). El pulido de ítems se llevó a cabo mediante un análisis factorial de ejes principales. La selección del análisis factorial exploratorio de ejes principales resulta particularmente deseable cuando hay una severa violación del supuesto de normalidad de los datos (Fabrigar, Wegener, MacCallum, & Strahan, 1999), aplicando rotación oblicua Promax sin forzar la extracción de factores. Para la decisión respecto al número de factores, se retuvieron aquellos factores con un valor propio superior a uno. Además, se generaron gráficos de sedimentación para el apoyo de la decisión final de factores. Los criterios de inclusión de los ítems en la solución final fueron: (i) carga factorial superior a .60; (ii) ausencia de cargas cruzadas en dos dimensiones del constructo; y (iii) elevada consistencia interna de la estructura resultante (es decir, . Cronbach superior a .80). Adicionalmente, se calculó el . Cronbach de la escala al omitir cada uno de los ítems, siendo un criterio de inclusión que la consistencia interna no fuera superior a la escala sin omisión de ítems. En una tercera fase, se llevaron a cabo análisis de correlación entre la puntuación total de ambos modelos del ASA (versión original y versión reducida), y con el resto de las escalas para la validez convergente. Para interpretar el grado de efecto se consideró una correlación de .1 a .29, como baja; de .3 a .49, como media; y de .5 en adelante, como amplia (Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2002). Estos análisis fueron realizados con JASP versión 0.11.1 (JASP team, 2019).

Resultados

Comparativa de la estructura factorial y consistencia interna entre la escala original y la escala adaptada a población española

Se calcularon los estadísticos descriptivos de cada uno de los ítems en la versión completa de la escala (ver Tabla 1). En un primer análisis, se exploró la matriz de correlación entre los ítems a través del cálculo del estadístico rho de Spearman (.), con el fin de descartar aquellos con valores superiores a .80 que pudieran sugerir redundancia (Madagascar et al. 2003). Los resultados mostraron correlaciones dentro de un rango que fue de .=.05 (.=.292) a .=.65 (.<.001), por lo que no se eliminó ningún ítem.

Además, los resultados fueron similares a los del artículo original, con correlaciones entre .1 y .7, con la mayoría de los rangos entre .3 y .5 (en este estudio, los rangos que fueron del .25 a .50 supusieron el 70.4% de los resultados).

Las correlaciones entre los ítems y el resultado total de la escala se situaron dentro de un rango de .=.34 a .=.67 (.<.001), ligeramente inferior a los resultados en la versión original (de .42 a .84). Para los análisis de este trabajo, se ha calculado el cociente de Spearman dado que los valores no siguieron una distribución normal (Kolmogorov-Smirnov <.001, en todos los casos), mientras que en la versión original no se indicó el tipo de análisis.

Se replicó el análisis de ejes principales sin restricción de número de factores. El criterio de inclusión de los ítems, de acuerdo con lo establecido por los autores, fue una carga factorial mínima de .35. La solución mostró una estructura de seis factores, donde el primer factor explicaba el 34% de la varianza y sobre este cargaban todos los ítems en un rango de .36 a .75 (cargando el total de los ítems entre .5 y .75). El resto de los factores explicaban menos del 7% de la varianza cada uno de ellos. La rotación ortogonal que se aplicó a la solución de los seis factores no permitió mejorar la estructura factorial mejorando las cargas en los factores adicionales. Estos resultados, son muy similares a los alcanzados en el artículo original, por lo que parece ser que la escala se comportó de manera análoga tanto en la muestra española como en la anglosajona.

Pulido de ítems para el desarrollo de una versión abreviada de la escala de 27 ítems

Los resultados del análisis factorial se muestran en la Tabla 2, la cual muestra las cargas factoriales de cada ítem en los dos factores que obtuvieron valores propios superiores a 1.

Podemos observar que solo 10 ítems cargan por encima de .60 en el primer factor. Aparece un segundo factor con un valor propio de 1.303. Se observan cargas cruzadas entre ambos factores en algunos ítems (particularmente, en ítems 7, 8 10, 12, 13, 17, 19, 20 y 27). El primer factor explicaría el 32.1% de la varianza; el segundo, explicaría el 4.83 de la varianza. El resto de los ítems tanto del primer factor como del segundo mostraron cargas inferiores a este umbral. Sin embargo, el gráfico de sedimentación evidenció la idoneidad de considerar una estructura unifactorial en la retención de factores (Figura 1).

Cuando se aplicó el análisis factorial de ejes principales con los ítems seleccionados de la escala original tras el primer análisis factorial, el ajuste de la estructura fue considerablemente mejor, explicando el 45.3% de la varianza en una estructura unifactorial (Figura 2). El valor KMO de la nueva escala abreviada fue de .919 (.<.001)

La consistencia interna de la escala ASA de 10 ítems fue elevada, .=.89 (95%IC [.87, .90]), y no aumentaba si se excluía ninguno de los ítems (ver Tabla 3).

Correlación entre las versiones ASA-27, ASA-10 y otras medidas relacionadas

Como en la escala original, la puntuación total de la escala abreviada se obtuvo a partir del sumatorio de los ítems. Con el fin de descartar una función moduladora, se exploró si existía una correlación entre esta puntuación y la edad del sujeto. La correlación entre la edad y la puntuación total de la escala abreviada fue no significativa (.=.08, .=.115). De igual modo, se calculó la correlación entre la puntuación total del ASA-27 y la del ASA-10, obteniendo una correlación positiva muy elevada (.=.94, .<.001). A continuación, se llevaron a cabo análisis de correlación entre las puntuaciones totales de la escala ASA en sus dos formatos, y los índices obtenidos de las medidas incluidas en la batería de pruebas (ver Tabla 4). Se puede observar que el patrón de correlaciones entre las versiones de ASA y el resto de las medidas empleadas son similares. Resulta singular que la correlación entre la dimensión del STAI en ansiedad estado y la puntuación total en ASA-10 sí haya mostrado ser significativa, mientras que no lo haya hecho entre el constructo y el ASA-27. En suma, no hay pérdida de propiedades psicométricas a nivel de validez convergente si se aplica la versión reducida del ASA.

Diferencia de puntuación media de la escala ASA-10 por segmentación sociodemográfica.

Se calculó el estadístico . de Mann-Whitney para comparativa entre dos grupos y el estadístico . de Kruskal-Wallis para comparativa multigrupo. El tamaño del efecto se calculó con la correlación biserial de rangos. No se observaron diferencias en la puntuación total en la escala ASA-10 por sexo (.=.431), estado civil (.=.465), ocupación laboral (.=.142), nivel de estudios (.=.366), ni residencia (.=.706).

Discusión

El objetivo principal de este estudio fue la adaptación de la escala ASA-27 a una versión más reducida de esta, sin que se vieran afectadas significativamente las propiedades psicométricas de la nueva escala. Como se ha podido determinar a través del presente estudio, la escala abreviada ASA-10, constituida por diez ítems pulidos a partir de la escala ASA-27, muestra una estructura factorial equivalente tanto a la versión original como a la versión adaptada a población turca (Dirioz et al., 2011), portuguesa (Ruiz-García et al., 2021) y española (Ruiz-García et al., 2019) (a partir, además, de criterios de inclusión más estrictos), caracterizada por una estructura unifactorial que permite el cálculo de una puntuación total (Manicavasagar et al., 2003; Ruiz-García et al., 2019, 2021). Estos resultados apoyan la evidencia empírica de que los síntomas propios del TASA configuran un constructo coherente. Una vez seleccionados los diez ítems de la escala ASA-10, el análisis factorial mostró que un factor único explicaba el 45.3% de la varianza, lo que era muy superior al 34.0% de la varianza que explicaba la estructura factorial de la escala ASA-27 en su adaptación a población española, y similar al 45.0% de la escala ASA-27 original. Estos resultados aportan una evidencia sólida a la estructura unifactorial de la escala abreviada, que superaría incluso la adaptada al español.

Los análisis de validez convergente arrojaron resultados similares entre las dos versiones de la escala ASA adaptada a población española, con correlaciones significativas que fueron de moderadas a altas. Además, la correlación entre ambos modelos de ASA fue muy elevada, alcanzando el coeficiente de correlación de .94. En cuanto a la validez convergente, cabe resaltar la diferencia encontrada en este estudio frente al del ASA-27 en español (Ruiz-García et al., 2019). Así el ASA-10 ha presentado correlaciones con el cuestionario STAI en su subescala estado, algo que no ocurría en el estudio anterior pero que sí se observó en el ASA-27 validado en población portuguesa con la edad ajustada (Ruiz-García et al., 2021).

Sin embargo, este estudio tiene algunas limitaciones que deberían ser exploradas en futuras investigaciones. Entre ellas cabe destacar que de los instrumentos empleados en la validación, el CDE, se ha empleado en su construcción original validada en población colombiana, no existiendo estos datos para población española. Y, en cuanto al STAI estado/rasgo, se ha observado en un estudio reciente (Guillén-Riquelme & Buela-Casal, 2015) que es discutible la factorización de la escala como estado y como rasgo. De hecho, se han encontrado problemas en la validez de contenido, ya que aparecen otros posibles factores que además estarían fuertemente correlacionados con depresión evaluada mediante el cuestionario de depresión de Beck. Otra de las limitaciones es que, a pesar de presentar una muestra amplia, no ha resultado ser lo suficientemente heterogénea como para poder obtener valores normativos representativos de la población española. Además, sería necesario llevar a cabo análisis factoriales confirmatorios que puedan validar la estructura factorial de la escala, así como hacer una posible comparativa de las bondades de ajustes de la misma escala con estructuras factoriales alternativas. En futuros estudios, sería también aconsejable contrastar otras posibles estructuras de la escala a través de procesos de selección ítems bajo criterios más asociados a la validez de contenido, a diferencia del presente estudio, que ha empleado criterios estadísticos para dicho proceso de pulido de ítems. Por último, futuros estudios deberán llevar a cabo análisis de sensibilidad y análisis discriminativos detallados que permitan contrastar su eficacia en la detección de perfiles de riesgo de presentar cuadros clínicamente significativos de ansiedad por separación en adultos, tanto sobre población general, como sobre poblaciones clínicas.

Este estudio es un primer paso en el extenso proceso de adaptación y validación de escalas abreviadas con fines clínicos, que deberán llevar a cabo futuras investigaciones en diferentes poblaciones y con muestras más amplias. En el caso de la ansiedad por separación en adultos este proceso sería interesante realizarse en contexto europeo, ya que los estudios apuntan a una mayor prevalencia en estos (Silove et al., 2015).

Finalmente, la escala ASA-10 ha mostrado unas buenas propiedades psicométricas que sugieren que es una escala sólida metodológicamente, potencialmente útil como escala de cribado clínico, pudiendo ser una herramienta rigurosa como primera línea en procesos de evaluación psicopatológica general. La brevedad de la escala, producto del proceso de pulido y acortamiento, no ha ido en detrimento de la calidad de sus propiedades psicométricas.

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